【正文】 數(shù)方程等一元多次方程，很難一下子找到擬合度最好的方程。于是本文選擇以下三種方程來(lái)一一對(duì)各污染物與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行擬合，考慮到數(shù)列通過(guò)對(duì)數(shù)變換后可以消除時(shí)間序列本身的異方差，同時(shí)并不改變序列原有的協(xié)整關(guān)系，所以在擬合過(guò)程中對(duì)所有參數(shù)都進(jìn)行對(duì)數(shù)變換。 .22. 通過(guò)三個(gè)回歸方程的擬合分析后，在得到的擬合結(jié)果中，找出最適合該污染物的庫(kù)茲涅茨曲線回歸方程。選取原則：用 F 統(tǒng)計(jì)量來(lái)對(duì)回歸方程的顯著性進(jìn)行的檢驗(yàn)，用 t 統(tǒng)計(jì)量對(duì)回歸參數(shù)的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，只有通過(guò)這兩個(gè)檢驗(yàn)的方程才可以保留。然后從中選取決定系數(shù) R2 大的方程最優(yōu)回歸方程。只有當(dāng)最優(yōu)回歸方程是數(shù)二次函數(shù)模型，且回歸系數(shù) β10，回歸系數(shù) β20，才是符合環(huán)境 EKC 假設(shè)的回歸方程，否則說(shuō)明該污染物與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系不具有環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線特征。 有效性檢驗(yàn)：平穩(wěn)性和 GrangerCausality 檢驗(yàn) 平穩(wěn)性檢驗(yàn) 目前國(guó)內(nèi)外 EKC 研究在運(yùn)用時(shí)序數(shù)據(jù)時(shí)并沒(méi)有對(duì)設(shè)定的基本模型進(jìn)行有效性檢驗(yàn)，或者說(shuō)大多數(shù) EKC 經(jīng)驗(yàn)研究是在假定各種環(huán)境污染指標(biāo)與人均收入等時(shí)間序列為平穩(wěn)序列的基礎(chǔ)上進(jìn)行的，亦即假定環(huán)境壓力與收入變量時(shí)間序列是趨勢(shì)平穩(wěn)的。EKC 基本模型以人均收入水平作為環(huán)境壓力的解釋變量，正是希望揭示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境壓力的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。但是當(dāng)各變量的時(shí)間序列為包含單位根的非平穩(wěn)序列時(shí)，模型中的誤差項(xiàng)不能保證為白噪聲時(shí)，得出的 EKC 很可能是偽回歸的結(jié)果。為了避免偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，必須首先對(duì)浙江省各變量的時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢 驗(yàn) 。 我們?cè)诖朔謩e用 ADF(Augmented DickeyFuller Test) 和 JCT(Johansen Cointegration Test)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。1．ADF 檢驗(yàn)結(jié)果 由表 4 2 可以看出，經(jīng)過(guò)一次差分后，t 統(tǒng)計(jì)量的值均小于概率在 1%、5%、10%條件下的臨界值，因此，拒絕零假設(shè)，認(rèn)為經(jīng)過(guò)一次差分后的 LNRGDP 序列沒(méi)有單位根，是平穩(wěn)的。結(jié)論：人均 GDP 變量是一階協(xié)整的，記為 LNRGDP ~ I(1)。對(duì)人均 GDP 的二次項(xiàng)和三次項(xiàng)進(jìn)行同樣的檢驗(yàn)，得出 ~(1)2LNRGDP I；~(1)3LNRGDP I。 表 4 2 一次差分后人均 GDP 的單位根檢驗(yàn)結(jié)果.23.同理，可得到環(huán)境質(zhì)量變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。(見(jiàn)表 4 3) 表 4 3 浙江省環(huán)境質(zhì)量表征變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果注：檢驗(yàn)方法同上，各被解釋變量樣本容量有所差異是基于浙江環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可得性，在做協(xié)整檢驗(yàn)和因果檢驗(yàn)時(shí)，將對(duì)解釋變量和被解釋變量的樣本范圍進(jìn)行統(tǒng)一。2．協(xié)整檢驗(yàn) 經(jīng)典回歸模型（classical regression model）是建立在平穩(wěn)數(shù)據(jù)變量基礎(chǔ)上的，對(duì)于非平穩(wěn)變量，不能使用經(jīng)典回歸模型，否則會(huì)出現(xiàn)虛假回歸等諸多問(wèn)題。由于許多經(jīng)濟(jì)變量是非穩(wěn)定的，這就給經(jīng)典的回歸分析方法帶來(lái)了很大限制。但是，如果變量之間有著長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，即它們之間是協(xié)整的（co integration)，則是可以使用經(jīng)典回歸模型方法建立回歸模型的。 GrangerCausality 檢驗(yàn) 在對(duì)各污染變量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量進(jìn)行回歸分析之前，我們還需要解決的另外一個(gè)問(wèn)題是：環(huán)境污染變量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量之間是否真的存在因果關(guān)系，如果兩者之間沒(méi)有必然的因果關(guān)系，則我們對(duì)各環(huán)境污染變量所進(jìn)行環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線實(shí)證研究都是沒(méi)有意義的。之前很多專家學(xué)者都忽略掉了這個(gè)問(wèn)題，所進(jìn)行的研究也是非科學(xué)的。格蘭杰因果檢驗(yàn)是一個(gè)對(duì)兩個(gè)變量之間是否存在真實(shí)的因果關(guān)系進(jìn)行。因此，在平穩(wěn)性檢驗(yàn)之后，我們必須對(duì)環(huán)境污染變量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量一一進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。格蘭杰因果檢驗(yàn)的基本原理是：如果變量 X 的引入可以顯著提高變量 Y 進(jìn)行自回歸預(yù)測(cè)的顯著性水平，則稱變量 X 是變量 Y 的格蘭杰因，否則成為非格蘭杰因。這個(gè)檢驗(yàn)也需要通過(guò) Eviews 軟件來(lái)完成，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表 4 4。 表 4 4 浙江省各污染變量與人均 GDP 的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果.24.注：RGDP：人均 GDP；GFS：工業(yè)廢水；GFQ：工業(yè)廢氣；SO2：二氧化硫；GGF：工業(yè)固體廢棄物 檢驗(yàn)結(jié)果表明：在滯后 2 期時(shí)，人均 GDP 不是工業(yè)固體廢棄物的格蘭杰原因的概率是 %，因此拒絕零假設(shè)“RGDP 不是 GGF 的 Granger 原因 ”，認(rèn)為人均 GDP 是工業(yè)固體廢棄物的格蘭杰原因。在取 時(shí)，浙江省的其他環(huán)境污染變量與人均 GDP 之間確實(shí)存在著真實(shí)的因果關(guān)系，但是若取 時(shí)，除人均 GDP 與工業(yè)二氧化硫之間的因果關(guān)系并不顯著外，人均 GDP 與其他變量的因果關(guān)系均顯著。 回歸結(jié)果與擬合曲線 浙江省工業(yè)廢水排放 EKC 表 4 5 浙江省工業(yè)廢水排放量與人均 GDP 的回歸結(jié)果注：選擇對(duì)方程Ⅲln E lnY(lnY)(lnY)形成的殘差序列進(jìn)行 ADF 檢驗(yàn)，結(jié)果表明：殘差序列是平穩(wěn)的，則表明工業(yè)廢水排放量與人均 GDP 之間具有協(xié)整關(guān)系。 由表 4 5 可知，方程Ⅱ中回歸系數(shù) β1 系數(shù)和 β2 的 t 值均不顯著，故剔除方程Ⅱ；方程Ⅰ和Ⅲ的回歸系數(shù)均顯著且回歸方程也全部顯著，通過(guò)檢驗(yàn)。但是方程Ⅲ的決定系數(shù)為 ，修正后的決定系數(shù) ，均高于方程Ⅰ，即方程Ⅲ的擬合優(yōu)度高于方程Ⅰ，最終.25.選擇方程Ⅲ。由于方程Ⅲ的 β10，β20，β30，說(shuō)明浙江省工業(yè)廢水排放量與人均收入呈 N 形曲線。擬合曲線如圖 4 1。 圖 4 1 浙江省工業(yè)廢水排放（對(duì)數(shù)）EKC 浙江省工業(yè)廢氣排放 EKC 表 4 6 浙江省工業(yè)廢氣排放量與人均 GDP 的回歸結(jié)果注：選擇對(duì)方程Ⅲln E lnY(lnY)(lnY)形成的殘差序列進(jìn)行 ADF 檢驗(yàn)，結(jié)果表明：殘差序列是平穩(wěn)的， 則表明工業(yè)廢氣排放量與人均 GDP 之間具有協(xié)整關(guān)系。 由表 4 6 可知，方程Ⅱ中回歸系數(shù) β1 的 t 值不顯著，故剔除方程Ⅱ；方程Ⅰ和Ⅲ的回歸系數(shù)均顯著且回歸方程也全部顯著，通過(guò)檢驗(yàn)。但是方程Ⅲ的決定系數(shù)為 ，修正后的決定系數(shù) ，均高于方程Ⅰ，即方程Ⅲ的擬合優(yōu)度高于方程Ⅰ，最終選擇方程Ⅲ。由于方程Ⅲ的 β10，β20，β30，說(shuō)明浙江省工業(yè)廢氣排放量與人均收入呈 N 形曲線。擬合曲線如圖 4 2。.26. 圖 4 2 浙江省工業(yè)廢氣排放 EKC 浙江省二氧化硫排放 EKC 表 4 7 浙江省工業(yè)二氧化硫排放量與人均 GDP 的回歸結(jié)果注：選擇對(duì)方程Ⅰ 形成的殘差序列進(jìn)行 ADF 檢驗(yàn)，結(jié)果表明：殘差序列是不平穩(wěn)的，則表明工業(yè)二氧化硫排放量與人均 GDP 之間不具有協(xié)整關(guān)系。 由表 4 7 可知，方程Ⅱ中回歸系數(shù) β2 的 t 值不顯著，方程Ⅲ中回歸系數(shù) ββ2 和 β3 的 t 值均不顯著，故剔除方程Ⅱ和方程Ⅲ；方程Ⅰ回歸系數(shù)和回歸方程顯著，通過(guò)檢驗(yàn)。但是方程Ⅰ的決定系數(shù)為 ，擬合優(yōu)度很差。.27. 圖 4 3 浙江省二氧化硫排放 EKC 浙江省工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量 EKC 表 4 8 19912022 年浙江省工業(yè)固體產(chǎn)生量與人均 GDP 的回歸結(jié)果注：選擇對(duì)方程Ⅱln E lnY(lnY)形成的殘差序列進(jìn)行 ADF 檢驗(yàn)，結(jié)果表明殘序列是平穩(wěn)的，則表明工業(yè)廢氣排放量與人均 GDP 之間具有協(xié)整關(guān)系。 由表 4 8 可知，方程Ⅲ中回歸系數(shù) β3 的 t 值不顯著，故剔除方程Ⅲ；方程Ⅰ和Ⅱ的回歸系數(shù)均顯著且回歸方程也全部顯著，通過(guò)檢驗(yàn)。但是方程Ⅱ的決定系數(shù)為 ，修正后的決定系數(shù) ，均高于方程Ⅰ，即方程Ⅱ的擬合優(yōu)度高于方程Ⅰ，最終選擇方程Ⅱ。由于方程Ⅱ的回歸系數(shù) β10，回歸系數(shù) β20，則說(shuō)明浙江省工業(yè)固體產(chǎn)生量與人均 GDP 的擬合曲線呈正 U 形。擬合曲線如圖 4 4。.28. 圖 4 4 浙江省工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量 EKC 主要結(jié)論及說(shuō)明 根據(jù)所搜集的浙江省相關(guān)指標(biāo)變量的時(shí)序數(shù)據(jù)，在經(jīng)過(guò) ADF 檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和 GrangerCausality 檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，通過(guò)經(jīng)典的最小二乘回歸法全面判斷浙江省環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)性，實(shí)證表明浙江省環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間確實(shí)存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但這種關(guān)系并不具有環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線典型的倒 U 型特征。具體結(jié)論如下： 結(jié)論 1：浙江省環(huán)境污染指標(biāo)與人均 GDP 的擬合曲線形狀各異。浙江省工業(yè)廢水排放量與人均 GDP 的擬合曲線呈 N 形，工業(yè)廢氣排放量與人均 GDP 的擬合曲線呈 N 形，工業(yè)二氧化硫排放量與人均 GDP 的擬合曲線不具有明顯特征，工業(yè)固體廢棄物產(chǎn)生量與人均 GDP 的擬合曲線呈正 U 形。工業(yè)廢水排放量和工業(yè)二氧化硫排放量在未來(lái)有下降的趨勢(shì)，但工業(yè)廢氣排放量和工業(yè)固體廢棄物排放量在未來(lái)有依然上升的趨勢(shì)。相關(guān)部門(mén)應(yīng)提高警惕，對(duì)相關(guān)行業(yè)進(jìn)行技術(shù)優(yōu)化升級(jí)的同時(shí)，淘汰落后的產(chǎn)能。一些污染比較嚴(yán)重的地區(qū)還應(yīng)對(duì)相關(guān)行業(yè)進(jìn)行“限批”政策。 結(jié)論 2：浙江省環(huán)境污染指標(biāo)與人均 GDP 的擬合曲線不存在明顯的 EKC 特征。但是在某個(gè)時(shí)間段中來(lái)看，某些污染指標(biāo)是符合 EKC 變化特征的。1994 年到 2022 年，浙江省工業(yè)廢水排放量呈現(xiàn)庫(kù)茲涅茨曲線特征，拐點(diǎn)出現(xiàn)在 2022 年。1995 年到 2022 年，浙江省工業(yè)廢氣排放量呈現(xiàn)庫(kù)茲涅茨曲線特征，拐點(diǎn)預(yù)計(jì)出現(xiàn)在 2022 年。從這些時(shí)間段來(lái)看，浙江省這幾條典型的倒 U 形曲線拐點(diǎn)的提前到來(lái)，與浙江省的近年來(lái)在生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展方面所做出的努力密切相關(guān)。產(chǎn)業(yè)的不斷優(yōu)化升級(jí)，節(jié)能減排工程的重點(diǎn)實(shí)施，因此，使得環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線正常凸起的弧度趨于扁平化，從而跳出了所謂的“工業(yè)化陷阱” 。 結(jié)論 3：浙江省環(huán)境污染與人均 GDP 之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。這進(jìn)一步說(shuō)明了生態(tài)環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有一定的同步關(guān)系，地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展可以改善生態(tài)環(huán)境，反過(guò)來(lái)，生態(tài)環(huán)境.29.狀況的改善又可以為經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展提供上升空間。假如一直破環(huán)環(huán)境，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也會(huì)收到阻礙。從數(shù)學(xué)的維度印證了生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)協(xié)發(fā)展關(guān)系，為二者之間的協(xié)調(diào)發(fā)展奠定了依據(jù)。 結(jié)論 4：浙江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境污染的格蘭杰原因并不明顯，環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)只有單向因果關(guān)系。從表 4 4 可知，工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量是人均 GDP 的格蘭杰原因的概率明顯高于人均 GDP 是工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量的格蘭杰原因，存在這這些污染指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系。原因可能有兩點(diǎn)：第一，環(huán)境污染總量往往是存量加增量的結(jié)果，因?yàn)樗仁艿疆?dāng)前產(chǎn)業(yè)格局和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，又受到其他區(qū)際間一些污染轉(zhuǎn)移的影響；第二，在社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)體制下，宏觀方面的制度變遷和微觀方面的環(huán)保政策往往比經(jīng)濟(jì)發(fā)展本身對(duì)生態(tài)環(huán)境的演變更具影響力。隨著未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速度的不斷加快，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境污染總量的影響也將越來(lái)越明顯，預(yù)計(jì)會(huì)出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境污染總量指標(biāo)的格蘭杰原因。 結(jié)論 5：浙江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間的擬合曲線并不是典型的倒 U 形曲線，而是其他形狀，如 N 形和正 U 形，原因可能是：(1)浙江省的環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的演變規(guī)律不是倒 U 型的，不服從庫(kù)茲涅茨曲線的規(guī)律；(2) 樣本容量不足，由于環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線強(qiáng)調(diào)的是環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間長(zhǎng)期的變化規(guī)律，所以 1991 年到 2022 年這個(gè)時(shí)間段還不足以發(fā)現(xiàn) EKC 規(guī)律；(3)環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線有嚴(yán)格的約束條件，研究時(shí)要剔除宏觀政策的影響。我們搜集到的數(shù)據(jù)難免不受影響，所以不是倒 U 形曲線也很正常。5 浙江生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展評(píng)價(jià)研究本章主要以浙江省 1991 年2022 年表征生態(tài)環(huán)境狀況和經(jīng)濟(jì)狀況的相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)為依據(jù)，從科學(xué)發(fā)展觀的角度出發(fā)，構(gòu)建經(jīng)濟(jì)效益、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度和人民生活水平 4 個(gè)準(zhǔn)則層，根據(jù)權(quán)威機(jī)構(gòu)典型指標(biāo)頻率、易獲取性、代表性與全面性結(jié)合的三個(gè)原則篩選出生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)各項(xiàng)指標(biāo)，以此來(lái)構(gòu)成生態(tài)環(huán)境經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展評(píng)價(jià)指標(biāo)體系；通過(guò)客觀賦權(quán)熵權(quán)法對(duì)指標(biāo)賦權(quán)，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展水平和生態(tài)環(huán)境綜合狀況水平進(jìn)行綜合打分，在此基礎(chǔ)上建立了基于協(xié)調(diào)發(fā)展度的生態(tài)環(huán)境經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展評(píng)價(jià)模型，通過(guò)計(jì)算生態(tài)環(huán)境經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展度及協(xié)調(diào)發(fā)展趨勢(shì)，科學(xué)客觀評(píng)價(jià)浙江省在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展過(guò)程中生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)之間的協(xié)調(diào)狀況，為因地制宜制定生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展提供科學(xué)依據(jù)。 生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展評(píng)價(jià)指標(biāo)體系 指標(biāo)體系準(zhǔn)則層的構(gòu)建（1）通過(guò)設(shè)置經(jīng)濟(jì)效益、人民生活水平和環(huán)境建設(shè)準(zhǔn)則層反映以人為本的原則?？茖W(xué)發(fā)展觀的核心是以人為本，提倡經(jīng)濟(jì)發(fā)展要以滿足人民群眾的物質(zhì)文化需要為前提，提倡環(huán)境建設(shè)的成果要惠.30.及全體人民。（2）通過(guò)設(shè)置經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)準(zhǔn)則貫徹全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展的原則。全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展是科學(xué)發(fā)展觀的基本要求。通過(guò)調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，保證經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展。（3）通過(guò)設(shè)置經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度準(zhǔn)則貫徹又好又快的原則。 “又好又快”準(zhǔn)確的體現(xiàn)了科學(xué)發(fā)展觀的發(fā)展要求。經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度又好又快發(fā)展要求經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量和效益的協(xié)調(diào)統(tǒng)一。（4）通過(guò)設(shè)置環(huán)境污